地方財(cái)政支出與房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)系的實(shí)證分析

何　霜

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地方財(cái)政支出與房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)系的實(shí)證分析

何霜

房?jī)r(jià)問(wèn)題關(guān)系國(guó)計(jì)民生，且與宏觀經(jīng)濟(jì)緊密相關(guān)，研究地方政府財(cái)政支出對(duì)于房?jī)r(jià)的影響，有助于政府經(jīng)濟(jì)決策、改善民生。本文根據(jù)全國(guó)35個(gè)大中城市2000-2012年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建模型并做出協(xié)整檢驗(yàn)，實(shí)證研究地方政府財(cái)政支出與房地產(chǎn)價(jià)格的相關(guān)性，定量分析財(cái)政支出對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的作用。結(jié)果顯示：財(cái)政支出提高對(duì)當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)價(jià)格有提升作用，且該影響具有滯后性，并針對(duì)這一結(jié)果，給出相關(guān)政策建議。

地方財(cái)政支出；房?jī)r(jià)；財(cái)政支出結(jié)構(gòu)

一、引言

房地產(chǎn)價(jià)格連年居高不下，成為困擾國(guó)民的一大社會(huì)問(wèn)題，本文旨在認(rèn)識(shí)房地產(chǎn)價(jià)格的變化規(guī)律及房地產(chǎn)價(jià)格的決定機(jī)制，為政府提供調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的思路和手段。

本文選取2000年一2012年我國(guó)35個(gè)大中城市的相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究地方政府支出與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系，在利用LLC、Fisher-ADF等檢驗(yàn)方法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)數(shù)據(jù)做協(xié)整檢驗(yàn)，解釋模型，并建立誤差修正模型。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于財(cái)政支出對(duì)房?jī)r(jià)的影響問(wèn)題，相關(guān)文獻(xiàn)主要涉及房?jī)r(jià)與地價(jià)關(guān)系的理論模型、房地產(chǎn)區(qū)域價(jià)格差異、政府支出結(jié)構(gòu)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等方面。

李勇等(2011)[1]借助VAR模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)得出的結(jié)果表明，地價(jià)對(duì)房?jī)r(jià)的助推作用明顯，而房?jī)r(jià)對(duì)地價(jià)的拉動(dòng)作用則十分有限。梁若冰和湯韻(2008)[2]利用中國(guó)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)蒂布特模型的實(shí)證結(jié)論表明，地方財(cái)政支出與公共品的供給增長(zhǎng)均能有效刺激商品房?jī)r(jià)格的快速上漲。況偉大(2012)[3]的研究結(jié)果顯示部分城市房地產(chǎn)價(jià)格上漲的動(dòng)力源于地價(jià)等開發(fā)成本。徐美茹(2011)[4]以供求關(guān)系和地租理論探討為輔，以VAR結(jié)構(gòu)下的格蘭杰因果檢驗(yàn)為主進(jìn)行了房?jī)r(jià)與地價(jià)相互關(guān)系的探討，雙重分析得到的結(jié)論均證實(shí)了房?jī)r(jià)影響地價(jià)。

三、實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

選取全國(guó)各省市35個(gè)大中城市2000-2012年數(shù)據(jù)，共392個(gè)觀測(cè)值。變量替代關(guān)系為，用政府地方財(cái)政支出除以對(duì)應(yīng)年份人口，得到人均財(cái)政支出finance-cons，用來(lái)代替地方財(cái)政支出，其中人口采用的是市轄區(qū)年末總?cè)丝跀?shù)；房?jī)r(jià)用各地商品房年平均銷售價(jià)格p代替。假定商品房平均銷售價(jià)格為被解釋變量，人均財(cái)政支出為解釋變量。基于取對(duì)數(shù)更有利于凸顯其經(jīng)濟(jì)意義，故本文對(duì)各變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)運(yùn)算，得到新的變量lnf、lnp。

數(shù)據(jù)來(lái)源：市轄區(qū)年末總?cè)丝谌∽灾袊?guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒；地方財(cái)政支出取自中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒、各地方統(tǒng)計(jì)年鑒。

(二)實(shí)證檢驗(yàn)與分析

1、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)原序列運(yùn)用LLC檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示存在單位根，需要對(duì)其一階差分序列進(jìn)行單根檢驗(yàn)。運(yùn)用Fisher-ADF檢驗(yàn)法對(duì)lnp、lnf一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下表：

表1一階差分序列Fisher-ADF檢驗(yàn)法對(duì)lnp單位根檢驗(yàn)

表2　一階差分序列Fisher-ADF檢驗(yàn)法對(duì)lnf單位根檢驗(yàn)

所有四個(gè)統(tǒng)計(jì)量均通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，是一階單整的。

2、協(xié)整檢驗(yàn)

利用Westerlund方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。從下表5可看出，統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.01，拒絕原假設(shè)，lnp和lnf之間存在面板協(xié)整關(guān)系。

表3面板協(xié)整檢驗(yàn)

3、誤差修正模型

(1)長(zhǎng)期均衡方程。見(jiàn)下表4：

表4原序列面板數(shù)據(jù)回歸

注：(1)lnp為商品房平均銷售價(jià)格，lnf-cons為地方財(cái)政支出。(2)Coef.為常數(shù)項(xiàng)及截距項(xiàng)系數(shù)。(3)sigma-u和sigma-e分別為個(gè)體效應(yīng)和隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差估計(jì)值。

就房地產(chǎn)價(jià)格和地方財(cái)政支出建立長(zhǎng)期均衡方程，回歸結(jié)果如下：

lnp=3.10534+0.581563lnf

(1)

(11.61)(19.18)

R(within)=0.8292，R(beteewn)=0.5365，R(overall)=0.6913

式(1)的擬合優(yōu)度均大于0.5，通過(guò)F檢驗(yàn)，且F值為368.4，認(rèn)為該回歸存在說(shuō)服力。從變量的系數(shù)來(lái)看，lnhp與lnf存在顯著的正向影響，即地方人均財(cái)政支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將引起當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)價(jià)格同向增長(zhǎng)0.581個(gè)百分點(diǎn)。(2)短期波動(dòng)方程。

四、政策建議與小結(jié)

當(dāng)前制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要矛盾來(lái)自結(jié)構(gòu)，而非總量。四萬(wàn)億刺激計(jì)劃造成房地產(chǎn)業(yè)成為吸收過(guò)量貨幣的主要資金池，導(dǎo)致房?jī)r(jià)急劇上漲，而掌握大量財(cái)產(chǎn)的富人和政府為追求更高收益產(chǎn)生強(qiáng)烈的投資動(dòng)機(jī)，消費(fèi)與投資失衡。應(yīng)回歸市場(chǎng)化調(diào)控，弱化國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的過(guò)度依賴，通過(guò)市場(chǎng)力量促進(jìn)房?jī)r(jià)回歸合理水平。(作者單位：上海大學(xué))

[1]李勇,李漢東,王有貴.中國(guó)房?jī)r(jià)和地價(jià)到底誰(shuí)拉動(dòng)誰(shuí)？[J].北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)，2011(11).

[2]梁若冰,湯韻.地方公共品供給中的Tiebout模型：基于中國(guó)城市房?jī)r(jià)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2008，(10)：71-83.

[3]況偉大.房產(chǎn)稅、地價(jià)與房?jī)r(jià)[J].中國(guó)軟科學(xué)，2012(4).

[4]徐美茹.金融沖擊需求拉動(dòng)：房?jī)r(jià)與地價(jià)因果關(guān)系研究[J].浙江金融，2011(10).

何霜(1989-)，女，漢族，湖北宜昌人，碩士，上海大學(xué)，研究方向：金融學(xué)。